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摘 要：本文以2004-2011年在沪深证券交易所上市的制造业上市公司为研究样本，直接利用投资—内部现金流敏感度度量资本投资效率，运用多元线性回归模型研究董事会独立性对资本投资效率的影响。研究结果表明：独立的董事会能有效降低上市公司的投资—内部现金流敏感度，从而改善上市公司的资本投资效率。而且，独立的董事会能有效降低代理冲突引致的投资—内部现金流敏感度，说明中国上市公司的独立董事制度建设起到了较好的成效。
关键词：董事会独立性 投资—内部现金流敏感度 资本投资效率
一.文献回顾与研究假设
董事会作为公司治理结构的核心，其独立性直接影响到其职能作用的发挥和公司内部治理结构的水平，进而影响公司的资本投资效率。从董事会结构来说，独立董事占比越高，董事会的独立性越强，内部人控制程度越弱。因此，独立性强的董事会能更好地发挥监督作用，提高上市公司的决策效率，改善上市公司的资本投资效率。
Jensen[1]研究发现独立董事对改善公司投资效率有重要的影响。Richardson[2]实证研究也发现，独立董事能够发挥治理过度投资的作用。李云鹤和李湛[3]以2002-2007 年我国沪深股市全部上市公司为总样本，剔除了财务指标出现异常的ST 和PT 类公司及金融类公司，运用Richardson的期望投资模型，研究了独立董事对上市公司投资效率的影响，研究发现独立董事未能发挥治理过度投资的作用。郭磊和王震[4]研究了董事会中独立董事的比例对上市公司投资的影响，研究发现独立董事制度不能抑制中国上市公司的过度投资行为。陈运森和谢德仁利用社会网络分析方法和Richardson期望投资模型考察了独立董事的网络位置特征对上市公司资本投资效率的影响，结果显示： 网络中心度越高， 独立董事治理作用越好，表现为其所在公司的投资效率越高；在区分投资不足与投资过度之后可以发现，网络中心度高的独立董事能抑制上市公司的非效率投资行为。因此，基于以上理论分析和文献回顾，本节提出如下两个研究假设：
假设一：董事会的独立性越强，上市公司的投资—内部现金流敏感度就越低，资本投资效率就越高。
假设二：董事会的独立性越强，因为代理冲突而引起的投资—内部现金流敏感度就越低，从而公司的资本投资效率就越高。
二.样本与数据
本文以2004—2011年在沪、深两个证券交易所上市的制造业公司为样本。剔除了以下几种类型的公司：（1）剔除了资不抵债的公司；（2）剔除了ST类和*ST类的公司；（3）剔除了数据不全和数据异常的公司；（4）剔除了当年和前一年度首次公开发行股票的公司。最终，我们选取了制造行业8年共计2532个有效样本。本节的所有数据均来自于CCER中国经济金融研究数据庫，所有数据的处理和统计分析均采用EXCEL2003和计量经济学软件Eviews7.0。
三.变量说明与模型建立
被解释变量“新增资本投资”详见下表1.1。本节中的Tobin’Q（下文简记为Q）的数值直接取自于CCER中国经济金融研究数据库，它是企业的市场价值和资产重置成本之间的比率。因为CCER中国经济金融研究数据库中企业的现金流量表数据存在缺失，而利润表中的其它变量也存在程度不一的缺失，因此，本节选取了经营活动现金流量净额来表示公司的“内部现金流”。资产负债率为负债总额与资产总额的比。由于样本企业的规模存在一定程度上的差异，数据处理的时候我们选择用每个变量均除以总资产的账面价值，从而增强了其可比性。各主要变量的定义详见下表1.1。
表3.1 主要变量及其定义
变量 变量名 变量定义
Invest 新增资本投资 Invest=（构建固定资产、无形资产和其它长期资产所支付的现金一处量固定资产、无形资产和其它长期资产而收回的现金） / 总资本账面价值
Q Tobin’Q值 Q=流通股市值+非流通股账面价值+负债账面价值） / 总资产账面价值
Lev 资产负债率 负债总额/资产总额
Cash 现金特有量 货币资金+短投资） / 总资产账面值
Size 企业规模 企业总资产账面值的自然对数
CFO 内部现金流 经销活动现金流量净额/总资产账面价值
Sale 销售收入 主营业务收入/总资产账面价值
DLDS 董事会独立性 独立董事人数/董事会人数
基于上述变量，本节构建了如下的多元线性回归模型：
（1.1）
模型中的表示公司第年的新增资本投资；为公司第年的Tobin’Q值；为公司第年的内部现金流； 独立董事比例与内部现金流的交乘项，用来检验董事会独立性对投资—现金流敏感度的影响；为公司第年的资产负债率；为公司第年的销售收入； 为公司第年的现金持有量；为公司第年的规模。
四.实证结果与分析
（一）描述性统计
本文首先利用Eviews7.0软件对全样本的相关变量进行了描述性统计，下表1.2给出了各变量的描述性统计结果。
表1.2 变量描述性统计
变量 Invest Q CFO Lev Sale Cash Size DLDS
均值 0.059659 1.951794 0.042002 0.542585 0.700159 0.205877 21.29701 0.577466
中位值 0.044813 1.473100 0.042959 0.446957 0.585884 0.153644 21.15545 0.500000
最大值 0.551521 41.38180 0.708195 96.95931 15.89572 0.888988 26.15630 4.000000 最小值 -0.824553 0.000100 -1.568020 2.01E-13 1.99E-13 1.74E-13 16.50829 0.090909
标准差 0.067371 2.050647 0.086257 2.317041 0.576043 0.169662 1.105903 0.195800
样本量 2532 2532 2532 2532 2532 2532 2532 2532
（二）全样本的回归结果
表1.3列示了全样本的回归结果。由表1.3的全样本回归分析表可以看出，内部现金流系数为0.238761，在1%的水平上显著地异于零，说明投资对内部现金流存在着显著的敏感度。交乘项（DLDSXCFO）的系数为-0.162906，在1%的水平上显著为负，有力地支持了本节的研究假设一，说明董事会的獨立性越强，就越能降低投资对内部现金流的敏感度，从而改善和提高上市公司的资本投资效率。这也就说明，中国上市公司的独立董事制度建设起到了较好的成效。
表3.3 全样本回归分析表
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.023264 0.027627 -0.842064 0.3998
Q -0.003299 0.000766 -4.309311 0.0000***
CFO 0.238761 0.036416 6.556412 0.0000***
DLDSXCFO -0.162906 0.053129 -3.066250 0.0022***
Lev 0.000259 0.000644 0.401375 0.6882
Sale -0.006670 0.002322 -2.871866 0.0041***
Cash -0.017289 0.007807 -2.214435 0.0269**
Size 0.004288 0.001277 3.358362 0.0008***
R-squared 0.058924 Adjusted R-squared 0.056314
注：***、**和*分别代表回归系数在1%、5%和10%的水平上统计显著
（三）按代理冲突分组的检验结果
接下来，我们检验假设二：董事会的独立性越强，因为代理冲突而引起的投资—内部现金流敏感度就越低，从而公司的资本投资效率就越高。
Jensen认为企业拥有的内部现金流容易引发企业的代理冲突问题，并导致企业产生过度投资行为。文献的研究成果也显示，当企业拥有较高的内部现金流时，投资—内部现金流敏感度主要是由代理冲突引发的过度投资引起的。国内学者李延喜和董文辰也以内部现金流来度量企业的“代理冲突”。因此，本文也选择企业内部现金流（CFO）来度量“代理冲突”。按照样本公司的CFO大小进行排序，将样本公司平均分为2组，每组1266个有效样本。CFO大的一组作为高代理冲突组，CFO小的一组作为低代理冲突组。回归结果见表1.4和表1.5。
表1.4高代理冲突组回归分析表
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.017775 0.040439 0.439536 0.6603
Q -0.001650 0.001192 -1.383828 0.1667
CFO 0.191819 0.054321 3.531178 0.0004***
DLDSXCFO -0.196431 0.060226 -3.261537 0.0011***
Cash -0.073550 0.013238 -5.556120 0.0000***
Lev -0.042638 0.009077 -4.697121 0.0000***
Sale -0.007726 0.002876 -2.686648 0.0073***
Size 0.004196 0.001850 2.267683 0.0235**
R-squared 0.051379 Adjusted R-squared 0.046079
注：***、**和*分别代表回归系数在1%、5%和10%的水平上统计显著
从表1.4中可以看出具有高代理冲突的上市公司存在显著的投资—内部现金流敏感度（CFO的系数为0.191819，且在1%水平上显著地异于零），也就是说高代理冲突上市公司的资本投资效率没有达到最优的效率状态。交乘项（DLDSXCFO）的系数为-0.196431，在1%的水平上显著为负，有力地支持了本节的研究假设二，说明独立的董事会能有效地降低高代理冲突上市公司的投资—内部现金流敏感度，从而改善其投资效率。低代理冲突组的回归结果见下表1.5。
表3.5低代理冲突组回归分析表
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.007339 0.037892 -0.193668 0.8465
Q -0.006725 0.001301 -5.170579 0.0000***
CFO -0.144115 0.091944 -1.567421 0.1173
DLDSXCFO 0.338949 0.141398 2.397132 0.0167**
Cash 0.008007 0.009903 0.808530 0.4189
Lev 0.001974 0.000827 2.385922 0.0172**
Sale -0.006258 0.004101 -1.526043 0.1273
Size 0.003309 0.001765 1.874961 0.0610*
R-squared 0.066781 Adjusted R-squared 0.061567
注：***、**和*分别代表回归系数在1%、5%和10%的水平上统计显著
从表1.5可以看出，低代理冲突组上市公司的投资对内部现金流没有显著的敏感性，也就是说低代理冲突组上市公司具有较高的资本投资效率。
总结一下，从本文的实证研究结果可以看出，董事会的独立性越强，上市公司投资对内部现金流的敏感度就越低，从而上市公司的投资效率就越高。而且，董事会的独立性越强，因为代理冲突而引起的投资—内部现金流敏感度就越低。因此，本节的两个假设是成立的。同时，也说明中国上市公司的独立董事制度建设起到了较好的成效。
参考文献：
[1] Jensen， M.， Meckling W. Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Costs， and Capital Structure[J]. Journal of Financial Economics， 1976， 3（4）： 305-360
[2] Richardson， S. Over-investment of Free Cash Flow[J]. Review of Accounting Studies， 2006， 11（2-3）： 159-189.
[3] 李云鹤， 李湛. 管理者代理行为、公司过度投资与公司治理——基于企业生命周期视角的实证研究. 管理评论， 2012， 24（7）： 117-131.
[4] 郭磊， 王震. 国有企业过度投资行为及其制约机制的实证研究——基于我国A 股市场实证[J]. 金融理论与实践， 2012， （8）： 90-93.
关键词：董事会独立性 投资—内部现金流敏感度 资本投资效率
一.文献回顾与研究假设
董事会作为公司治理结构的核心，其独立性直接影响到其职能作用的发挥和公司内部治理结构的水平，进而影响公司的资本投资效率。从董事会结构来说，独立董事占比越高，董事会的独立性越强，内部人控制程度越弱。因此，独立性强的董事会能更好地发挥监督作用，提高上市公司的决策效率，改善上市公司的资本投资效率。
Jensen[1]研究发现独立董事对改善公司投资效率有重要的影响。Richardson[2]实证研究也发现，独立董事能够发挥治理过度投资的作用。李云鹤和李湛[3]以2002-2007 年我国沪深股市全部上市公司为总样本，剔除了财务指标出现异常的ST 和PT 类公司及金融类公司，运用Richardson的期望投资模型，研究了独立董事对上市公司投资效率的影响，研究发现独立董事未能发挥治理过度投资的作用。郭磊和王震[4]研究了董事会中独立董事的比例对上市公司投资的影响，研究发现独立董事制度不能抑制中国上市公司的过度投资行为。陈运森和谢德仁利用社会网络分析方法和Richardson期望投资模型考察了独立董事的网络位置特征对上市公司资本投资效率的影响，结果显示： 网络中心度越高， 独立董事治理作用越好，表现为其所在公司的投资效率越高；在区分投资不足与投资过度之后可以发现，网络中心度高的独立董事能抑制上市公司的非效率投资行为。因此，基于以上理论分析和文献回顾，本节提出如下两个研究假设：
假设一：董事会的独立性越强，上市公司的投资—内部现金流敏感度就越低，资本投资效率就越高。
假设二：董事会的独立性越强，因为代理冲突而引起的投资—内部现金流敏感度就越低，从而公司的资本投资效率就越高。
二.样本与数据
本文以2004—2011年在沪、深两个证券交易所上市的制造业公司为样本。剔除了以下几种类型的公司：（1）剔除了资不抵债的公司；（2）剔除了ST类和*ST类的公司；（3）剔除了数据不全和数据异常的公司；（4）剔除了当年和前一年度首次公开发行股票的公司。最终，我们选取了制造行业8年共计2532个有效样本。本节的所有数据均来自于CCER中国经济金融研究数据庫，所有数据的处理和统计分析均采用EXCEL2003和计量经济学软件Eviews7.0。
三.变量说明与模型建立
被解释变量“新增资本投资”详见下表1.1。本节中的Tobin’Q（下文简记为Q）的数值直接取自于CCER中国经济金融研究数据库，它是企业的市场价值和资产重置成本之间的比率。因为CCER中国经济金融研究数据库中企业的现金流量表数据存在缺失，而利润表中的其它变量也存在程度不一的缺失，因此，本节选取了经营活动现金流量净额来表示公司的“内部现金流”。资产负债率为负债总额与资产总额的比。由于样本企业的规模存在一定程度上的差异，数据处理的时候我们选择用每个变量均除以总资产的账面价值，从而增强了其可比性。各主要变量的定义详见下表1.1。
表3.1 主要变量及其定义
变量 变量名 变量定义
Invest 新增资本投资 Invest=（构建固定资产、无形资产和其它长期资产所支付的现金一处量固定资产、无形资产和其它长期资产而收回的现金） / 总资本账面价值
Q Tobin’Q值 Q=流通股市值+非流通股账面价值+负债账面价值） / 总资产账面价值
Lev 资产负债率 负债总额/资产总额
Cash 现金特有量 货币资金+短投资） / 总资产账面值
Size 企业规模 企业总资产账面值的自然对数
CFO 内部现金流 经销活动现金流量净额/总资产账面价值
Sale 销售收入 主营业务收入/总资产账面价值
DLDS 董事会独立性 独立董事人数/董事会人数
基于上述变量，本节构建了如下的多元线性回归模型：
（1.1）
模型中的表示公司第年的新增资本投资；为公司第年的Tobin’Q值；为公司第年的内部现金流； 独立董事比例与内部现金流的交乘项，用来检验董事会独立性对投资—现金流敏感度的影响；为公司第年的资产负债率；为公司第年的销售收入； 为公司第年的现金持有量；为公司第年的规模。
四.实证结果与分析
（一）描述性统计
本文首先利用Eviews7.0软件对全样本的相关变量进行了描述性统计，下表1.2给出了各变量的描述性统计结果。
表1.2 变量描述性统计
变量 Invest Q CFO Lev Sale Cash Size DLDS
均值 0.059659 1.951794 0.042002 0.542585 0.700159 0.205877 21.29701 0.577466
中位值 0.044813 1.473100 0.042959 0.446957 0.585884 0.153644 21.15545 0.500000
最大值 0.551521 41.38180 0.708195 96.95931 15.89572 0.888988 26.15630 4.000000 最小值 -0.824553 0.000100 -1.568020 2.01E-13 1.99E-13 1.74E-13 16.50829 0.090909
标准差 0.067371 2.050647 0.086257 2.317041 0.576043 0.169662 1.105903 0.195800
样本量 2532 2532 2532 2532 2532 2532 2532 2532
（二）全样本的回归结果
表1.3列示了全样本的回归结果。由表1.3的全样本回归分析表可以看出，内部现金流系数为0.238761，在1%的水平上显著地异于零，说明投资对内部现金流存在着显著的敏感度。交乘项（DLDSXCFO）的系数为-0.162906，在1%的水平上显著为负，有力地支持了本节的研究假设一，说明董事会的獨立性越强，就越能降低投资对内部现金流的敏感度，从而改善和提高上市公司的资本投资效率。这也就说明，中国上市公司的独立董事制度建设起到了较好的成效。
表3.3 全样本回归分析表
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.023264 0.027627 -0.842064 0.3998
Q -0.003299 0.000766 -4.309311 0.0000***
CFO 0.238761 0.036416 6.556412 0.0000***
DLDSXCFO -0.162906 0.053129 -3.066250 0.0022***
Lev 0.000259 0.000644 0.401375 0.6882
Sale -0.006670 0.002322 -2.871866 0.0041***
Cash -0.017289 0.007807 -2.214435 0.0269**
Size 0.004288 0.001277 3.358362 0.0008***
R-squared 0.058924 Adjusted R-squared 0.056314
注：***、**和*分别代表回归系数在1%、5%和10%的水平上统计显著
（三）按代理冲突分组的检验结果
接下来，我们检验假设二：董事会的独立性越强，因为代理冲突而引起的投资—内部现金流敏感度就越低，从而公司的资本投资效率就越高。
Jensen认为企业拥有的内部现金流容易引发企业的代理冲突问题，并导致企业产生过度投资行为。文献的研究成果也显示，当企业拥有较高的内部现金流时，投资—内部现金流敏感度主要是由代理冲突引发的过度投资引起的。国内学者李延喜和董文辰也以内部现金流来度量企业的“代理冲突”。因此，本文也选择企业内部现金流（CFO）来度量“代理冲突”。按照样本公司的CFO大小进行排序，将样本公司平均分为2组，每组1266个有效样本。CFO大的一组作为高代理冲突组，CFO小的一组作为低代理冲突组。回归结果见表1.4和表1.5。
表1.4高代理冲突组回归分析表
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.017775 0.040439 0.439536 0.6603
Q -0.001650 0.001192 -1.383828 0.1667
CFO 0.191819 0.054321 3.531178 0.0004***
DLDSXCFO -0.196431 0.060226 -3.261537 0.0011***
Cash -0.073550 0.013238 -5.556120 0.0000***
Lev -0.042638 0.009077 -4.697121 0.0000***
Sale -0.007726 0.002876 -2.686648 0.0073***
Size 0.004196 0.001850 2.267683 0.0235**
R-squared 0.051379 Adjusted R-squared 0.046079
注：***、**和*分别代表回归系数在1%、5%和10%的水平上统计显著
从表1.4中可以看出具有高代理冲突的上市公司存在显著的投资—内部现金流敏感度（CFO的系数为0.191819，且在1%水平上显著地异于零），也就是说高代理冲突上市公司的资本投资效率没有达到最优的效率状态。交乘项（DLDSXCFO）的系数为-0.196431，在1%的水平上显著为负，有力地支持了本节的研究假设二，说明独立的董事会能有效地降低高代理冲突上市公司的投资—内部现金流敏感度，从而改善其投资效率。低代理冲突组的回归结果见下表1.5。
表3.5低代理冲突组回归分析表
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.007339 0.037892 -0.193668 0.8465
Q -0.006725 0.001301 -5.170579 0.0000***
CFO -0.144115 0.091944 -1.567421 0.1173
DLDSXCFO 0.338949 0.141398 2.397132 0.0167**
Cash 0.008007 0.009903 0.808530 0.4189
Lev 0.001974 0.000827 2.385922 0.0172**
Sale -0.006258 0.004101 -1.526043 0.1273
Size 0.003309 0.001765 1.874961 0.0610*
R-squared 0.066781 Adjusted R-squared 0.061567
注：***、**和*分别代表回归系数在1%、5%和10%的水平上统计显著
从表1.5可以看出，低代理冲突组上市公司的投资对内部现金流没有显著的敏感性，也就是说低代理冲突组上市公司具有较高的资本投资效率。
总结一下，从本文的实证研究结果可以看出，董事会的独立性越强，上市公司投资对内部现金流的敏感度就越低，从而上市公司的投资效率就越高。而且，董事会的独立性越强，因为代理冲突而引起的投资—内部现金流敏感度就越低。因此，本节的两个假设是成立的。同时，也说明中国上市公司的独立董事制度建设起到了较好的成效。
参考文献：
[1] Jensen， M.， Meckling W. Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Costs， and Capital Structure[J]. Journal of Financial Economics， 1976， 3（4）： 305-360
[2] Richardson， S. Over-investment of Free Cash Flow[J]. Review of Accounting Studies， 2006， 11（2-3）： 159-189.
[3] 李云鹤， 李湛. 管理者代理行为、公司过度投资与公司治理——基于企业生命周期视角的实证研究. 管理评论， 2012， 24（7）： 117-131.
[4] 郭磊， 王震. 国有企业过度投资行为及其制约机制的实证研究——基于我国A 股市场实证[J]. 金融理论与实践， 2012， （8）： 90-93.